計量經(jīng)濟(jì)學(xué)論文關(guān)于我國居民消費的實證分析

10011312307產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)熊龍龍北京市城鎮(zhèn)居民人均消費性支出影響因素的實證分析一．引言改革開放以來，我國居民收入與消費水平不斷提高，居民消費結(jié)構(gòu)升級和消費需求擴(kuò)張成為我國經(jīng)濟(jì)高速增長的主要動力，特別是進(jìn)入20世紀(jì)90年代以來，居民消費需求對國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響不斷增大，對國民經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生的拉動作用。我國經(jīng)濟(jì)逐步由短缺經(jīng)濟(jì)走向過剩經(jīng)濟(jì)、由賣方市場轉(zhuǎn)向買方市場，社會消費需求不足，居民消費問題顯得更加突出。特別是對于如何啟動內(nèi)需，擴(kuò)大居民消費變得越來越重要。因此，及時把握國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展格局中居民消費需求變動趨勢，制定符合我國現(xiàn)階段情況的國民消費政策，對于提高我國經(jīng)濟(jì)增長速度和質(zhì)量都有重要意義。北京市我國的首都，是政治、經(jīng)濟(jì)、文化的中心。北京有兩千多萬常住人口，其中城鎮(zhèn)人口數(shù)達(dá)到1600多萬，數(shù)量和比例都很高。因此，以北京市城鎮(zhèn)居民為基礎(chǔ)進(jìn)行城鎮(zhèn)居民人均消費性支出的影響因素具有權(quán)威性和代表性。二．理論基礎(chǔ)1．凱恩斯的絕對收入假說該假說認(rèn)為，在短期中，收入與消費是相關(guān)的，即消費取決于收入，消費與收入之間的關(guān)系也就是消費傾向。同時，隨著收入的增加消費也將增加，但消費的增長低于收入的增長，消費增量在收入增量中所占的比重是遞減的，也就是我們所說的邊際消費傾向遞減，這種理論被稱為絕對收入假說。絕對收入假說在肯定收入對儲蓄約束和心理功能影響這兩個方面是有積極作用的，但是其局限在于：1.排斥每個人消費、儲蓄行為受他人影響的事實，肯定個人消費、儲蓄是孤立的行為，從而忽視社會因素對消費、儲蓄的影響，結(jié)果把居民儲蓄變動看成孤立的個人行為。2.排斥每個人收入的跨期預(yù)算，從而忽視儲蓄心理預(yù)期和生命周期功能，結(jié)果不能從動態(tài)的、長期的角度反映儲蓄變動的態(tài)勢。2．杜森貝利的相對收入假說該假說的主要內(nèi)容有：第一，在穩(wěn)定的收入增長時期，總儲蓄率并不取決于收入；第二，儲蓄率要受到利率、收入預(yù)期、收入分配、收入增長率、人口年齡分布等多種因素變動的影響；第三，在經(jīng)濟(jì)周期的短期中，儲蓄率取決于現(xiàn)期收入與高峰收入的比率，從而邊際消費傾向也要取決于這一比率，這也就是短期中消費會有波動的原因，但由于消費的棘輪作用，收入的減少對消費減少的作用并不大，而收入增加對消費的增加作用較大；第四，短期與長期的影響結(jié)合在一起。由于消費是一種社會行為，具有很強(qiáng)的示范效應(yīng)。相對收入假說強(qiáng)調(diào)了人們消費行為之間的相互影響，特別是高收入集團(tuán)對低收入集團(tuán)的示范效應(yīng)，這一點是十分有意義的。相對收入假說中關(guān)于棘輪效應(yīng)的論述解釋了消費的穩(wěn)定性，說明了消費對經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的作用。示范效應(yīng)：家庭消費決策主要參考其他同等收水家庭，即消費有模仿和攀比性。棘輪效應(yīng)：家庭消費即受本期絕對收入的影響，更受以前消費水平的影響。收入變化時，家庭寧愿改變儲蓄以維持消費穩(wěn)定。但是，相對收入假說同樣缺乏充分而有力的經(jīng)驗證明，弗里德曼認(rèn)為可以把相對收入假說作為持久收入假說的一個特例。3．莫迪利安的生命周期假說該假說的前提是:首先假定消費者是理性的，能以合理的萬式使用自已的收入，進(jìn)行消費；其次，消費者行為的唯一目標(biāo)是實現(xiàn)效用最大化。這樣，理性的消費者將根據(jù)效用最大化的原則使用一生的收入，安排一生的消費與儲蓄，使一生中的收入等于消費。生命周期假說將人的一生分為年輕時期、中年時期和老年時期三個階段。年輕和中年時期階段，老年時期是退休以后的階段。一般來說，在年輕時期，家庭收入低，但因為未來收入會增加，因此，在這一階段，往往會把家庭收入的絕大部分用于消費，有時甚至舉債消費，導(dǎo)致消費大于收入。進(jìn)入中年階段后，家庭收入會增加，但消費在收入中所占的比例會降低，收入大于消費，因為一方面要償還青年階段的負(fù)債，另一方面還要把一部分收入儲蓄起來用于防老。退休以后，收入下降，消費又會超過收入。因此，在人的生命周期的不同階段，收入和消費的關(guān)系，消費在收入中所占的比例不是不變的。200513244.219533.3101.5886.136969.5200614825.022417.0100.91076.828117.8200715330.024576.0102.41435.679846.8200816460.027678.0105.11775.5811115.0200917893.030674.098.51913.9712153.0201019934.033360.0102.42251.5914113.6201121984.037124.0105.62854.6316251.9表1北京城鎮(zhèn)居民人均可支配收入及其影響因素的數(shù)據(jù)2.線性回歸利用Eviews6.0對上表中的數(shù)據(jù)進(jìn)行OLS估計得下表。圖1模型回歸結(jié)果表根據(jù)圖1的回歸結(jié)果可得回歸方程：EQ=-525.7258+0.649079*+7.853846*-5.142221*+0.697356*(1243.6)(0.067)(11.512)(1.197)(0.332)T=(-0.423)(9.660)(0.682)(-4.298)(2.103)F=2135.809DW=1.257579=0.996617=0.996150（二）模型檢驗與修正1．經(jīng)濟(jì)意義檢驗 該模型的估計結(jié)果表明，人均家庭總收入每增加1元，人均消費性支出增加0.65元，即總收入增加導(dǎo)致消費增加；CPI每上漲1個百分點，人均消費性支出增加7.85元，即通貨膨脹導(dǎo)致名上的支出增加；稅收每增加1億元，人均消費性支出減少5.14元，即稅收增加導(dǎo)致可支配收入減少進(jìn)而消費性支出減少；GDP的值每增加1億元，消費性支出增加0.7元，即社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展會促進(jìn)居民增加消費。這些均與實際情況吻合。2．統(tǒng)計檢驗（1）擬合優(yōu)度檢驗 擬合優(yōu)度為=0.996617，修正擬合優(yōu)度為=0.996150，這說明模型對樣本擬合得很好。（2）T檢驗分別針對：=0（i=1,2,3,4），給定顯著性水平，查t分布表得自由度為n-k=29臨界值=2.045。由表二中數(shù)據(jù)可得，與、QUOTE、QUOTE、QUOTE對應(yīng)的t統(tǒng)計量分別為9.660、0.682、-4.298和-4.2976，其中，、QUOTE、QUOTE的t統(tǒng)計量的絕對值均大于=2.045，而的t統(tǒng)計量小于=2.045，這說明、QUOTE、QUOTE應(yīng)當(dāng)拒絕：=0（i=1,3,4），而應(yīng)當(dāng)接受。也就是說，當(dāng)在其它解釋變量不變的情況下，解釋變量“人均家庭總收入”、“稅收”、“GDP”分別對被解釋變量“人均消費性支出”Y都有顯著的影響，而CPI對人均消費性支出的影響不顯著。（3）F檢驗針對，給定顯著性水平，在F分布表中查出自由度為k-1=3和n-k=29的臨界值=2.93，由表2中得到F=2135.809，由于F=2135.809>=2.93,應(yīng)拒絕原假設(shè)，說明回歸方程顯著，即“人均家庭總收入”、“CPI”、“稅收”、“GDP”等變量聯(lián)合起來確實對“人均消費性支出”有顯著影響。3．正態(tài)性檢驗：圖2正態(tài)性檢驗結(jié)果圖因為“Jarque-Bera”項的伴隨概率“Probability”與顯著性水平0.05相比而言很小，表明正態(tài)性假設(shè)不成立。4．多重共線性檢驗與修正（1）相關(guān)系數(shù)法由于模型涉及到的參數(shù)較多考慮進(jìn)行一次多重共線性檢驗，建立相關(guān)系數(shù)矩陣如下表所示。YX1X2X3X4Y

1.000000

0.994632-0.367559

0.935356

0.971603X1

0.994632

1.000000-0.357323

0.962816

0.987919X2-0.367559-0.357323

1.000000-0.306201-0.348787X3

0.935356

0.962816-0.306201

1.000000

0.990783X4

0.971603

0.987919-0.348787

0.990783

1.000000表2相關(guān)系數(shù)矩陣可看出個解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)較高，尤其是X3和X4，推測可能存在多重共線性。5．自相關(guān)檢驗及修正（1）杜賓·沃森檢驗當(dāng)k=4、n=33時，查表得=1.19，=1.73，DW=1.257579，顯然＜DW＜，屬于不能確定的范圍。（2）LM檢驗 由于杜賓·沃森檢驗不能確定是否存在自相關(guān)，故需再次使用LM檢驗，檢驗結(jié)果如下：圖3LM檢驗結(jié)果表由于“Obs*R-squared”項后對應(yīng)的伴隨概率為0.0712，比0.05的顯著性水平要大，表明接受不存在二階自相關(guān)的原假設(shè)，即不存在二階自相關(guān)。6．異方差檢驗及修正（1）殘插圖檢驗圖4殘存圖由圖可見，方差逐漸增大，即存在異方差。（2）懷特檢驗：圖5懷特檢驗結(jié)果因為“Obs*R-squared”項后面對應(yīng)的伴隨概率為0.0036，小于0.05，表明不接受同方差的原假設(shè)，即存在異方差。四．結(jié)論通過以上計量回歸分析我們可以得出這樣的結(jié)論：城鎮(zhèn)居民人均消費性支出與人均家庭總收入、稅收、GDP存在緊密聯(lián)系。正如凱恩斯所認(rèn)為的那樣，消費存在一條基本的心理規(guī)律：隨著收入的增加，消費也會增加，但是消費的增加不及收入增加的多，居民可支配收入提高，有利于拉動消費的增長。稅收的提高，一方面?zhèn)€人所得稅提高會減少人們的收入，從而抑制消費；另一方面消費稅、增值稅、印花稅、營業(yè)稅等稅種的提高在無形中轉(zhuǎn)嫁給了消費者，等同于提高了物價，所以也會造成人均消費性支出的減少。人均消費性支出與CPI的關(guān)系之所以不顯著，是因為CPI上升導(dǎo)致物價上漲，一方面削弱了消費者的消費欲望，減少消費，另一方面增加了消費者既有消費的消費性支出，兩者綜合導(dǎo)致